企业家经济预期、融资约束与预防性现金管理

张西征

(东华大学 旭日工商管理学院,上海,200051)

一、引 言

近年来，世界经济周期性波动中金融因素对实体经济的影响日趋增强，有关宏观经济周期波动对微观企业流动性冲击的研究已成为企业财务管理政策中的一个重要课题，对经济周期如何影响企业现金持有管理的研究尤其受到学者的关注。从既有的文献来看，相关研究主要集中在经济周期波动对企业现金持有的现实影响上(如Bates等，2009；祝继高和陆正飞，2009；Duchin等，2010)，较少关注企业家经济预期因素在经济周期波动中对企业现金持有的潜在影响。然而，正如Perez(2009)所指出的，企业家预期因素对企业经营的影响可能更大。从理论和实践上搞清楚企业家经济预期对我国企业现金持有管理的潜在影响，以及融资约束在其中发挥的调节作用，将有助于揭示经济周期波动影响中国企业现金持有管理的作用机理，可以更清楚地考察企业外部融资约束异质性对企业经营的影响，从而对分析我国现阶段的金融市场缺陷、完善我国金融市场具有指导意义。因此，本文重点关注经济周期波动对企业现金持有的潜在影响，通过考察企业家信心指数变化对企业现金持有管理的影响，以及融资约束在其中发挥的调节作用，来探究企业家经济预期、融资约束和企业预防性现金持有管理三者之间的关系。

本文主要基于企业现金持有的权衡理论、融资约束理论和代理理论，分析了企业家经济预期对企业预防性现金持有管理的影响机理，以及企业家经济预期对不同融资约束程度的企业预防性现金持有管理的影响差异、对不同外部金融市场环境下的企业预防性现金持有管理的影响差异、对不同实际控制人性质的企业预防性现金持有管理的影响差异。在实证部分，借鉴Ang和Smedema(2011)的实证模型，利用企业家信心指数作为企业家经济预期的代理变量，使用衡量公司融资约束程度的主流方法：Kaplan-Zingales指数(简称KZ指数)、Whited-Wu指数(简称WW指数)和Cleary指数(简称CI指数)，检验了企业家经济预期对企业预防性现金持有管理的影响。结果显示，针对企业家经济预期的变化，企业明显存在预防性现金持有调整行为，两者之间存在反向变化关系；融资约束越强的企业，其预防性现金持有水平的调整程度越大；东部地区的企业预防性现金持有水平调整程度明显小于中西部地区的企业；低公司治理水平的国有控股企业，其预防性现金持有水平的调整程度明显大于非国有控股企业；高公司治理水平的国有控股企业，其预防性现金持有水平的调整程度明显小于非国有控股企业。

下文的安排：第二部分是梳理相关文献，提出研究假设；第三部分是实证设计与数据；第四部分是实证结果分析；第五部分得出研究结论。

二、理论文献分析与研究假设提出

企业现金持有的权衡理论认为，企业最佳持有现金水平是对现金持有成本和收益进行权衡的结果。现金持有成本既包括交易成本，也包括因流动性不足导致的无效率投资损失。与现金持有成本相对应，企业现金持有收益主要包括节约的交易成本和降低的无效率投资两方面。凯恩斯(1936)将企业持有现金带来的交易成本节约称为交易性动机，将持有现金减少的无效率经营与投资行为称为预防性动机，即企业为了应对经营的不确定性、把握有利的投资机会、避免陷入财务困境而持有现金。Opler等(1999)系统地研究了企业现金持有管理的决策和含义，发现企业现金持有水平存在序列负相关性，说明企业为维持最佳现金持有目标，存在主动地调整现金持有水平的行为。这些研究较好地解释了企业现金持有的静态权衡关系，但没有考虑企业现金持有随经济波动的动态变化。

近几年，随着世界经济周期波动中金融因素对实体经济影响程度的日益增强，一些文献开始关注企业当前和未来投融资之间跨期权衡对预防性现金持有的影响，将现金持有的静态权衡推向动态权衡。Almeida等(2011)提供了一个理论模型，诠释了企业融资与投资之间的跨期依赖关系，当企业面对未来融资约束时，企业家需要权衡当前和未来投融资之间的关系。经济周期波动改变了企业当前和未来融资难易程度和投资机会，预防性现金持有的跨期调配行为必定会发生。这得到了Bates等(2009)、Campello等(2010)的实证研究的支持。Bates等(2009)调查了美国在1998—2006年间企业现金持有水平增加的原因，发现企业最佳现金持有水平的均衡函数没有变化，企业增加现金持有的主要原因是现金流波动的增加，而不是代理冲突的变化。Campello等(2010)调查了美国、欧洲和亚洲的1 050家企业的CFO，发现企业在2008年金融危机期间，受信贷约束的影响削减了大量现金储备。这些研究表明，经济周期变化会对企业现金持有产生影响，但对经济周期波动具体如何影响了企业现金持有并没有深究。

国内学者对中国企业现金持有行为也进行了广泛的研究，并取得了丰硕的成果。国内学者主要沿着两个脉络展开研究：一是从代理理论出发，揭示公司治理机制不完善对企业现金持有行为的影响(如张人骥和刘春江，2005；辛宇和徐莉萍，2006；杨兴全和张照南，2008；罗琦和胡志强，2011等)，主要的研究结论是：提高公司治理水平，控制控股股东的道德风险，降低代理成本，可以降低企业的现金持有量；二是从权衡理论出发，揭示由制度因素导致的融资约束对企业现金持有行为的影响(如周伟和谢诗蕾，2007；连玉君和苏治，2008；刘博研和韩立岩，2010等)，主要的研究结论是：融资约束使企业的流动性管理行为更加积极和谨慎。也有一些文献探讨宏观经济因素对企业现金持有管理的影响，并得到了许多有意义的结论。例如，祝继高和陆正飞(2009)利用中国人民银行发布的“货币政策指数”研究了货币政策与企业现金持有的关系；江龙和刘笑松(2011)检验了宏观经济因素对公司现金持有行为的影响。这两篇研究文献也为本研究提供了借鉴和参考。但是，他们主要关注的是宏观经济因素本身对企业现金持有的现实影响，没有关注企业家经济预期对企业现金持有的潜在影响。

随着经济主体面临的不确定性和决策风险的不断增加，预期因素已经成为影响经济波动的重要因素。事实上，经济学家在很早以前就认识到了预期的变化会对个体行为以及政策效果产生实际影响，从而导致经济周期波动。例如，早在1927年，英国著名经济学家阿瑟·庇古(Arthur Pigou)就指出：商人们的预期变化——此外再没有别的东西——构成了产业波动的直接原因或者前导。最近，庄子罐等(2012)基于我国数据的研究也发现，预期冲击是改革开放以来中国经济周期波动最主要的驱动力，预期冲击可以解释超过三分之二的经济总量波动。中国企业家调查系统(2011)实施的问卷跟踪调查结果也显示，随着企业家对2012年经济预期信心回落，企业的资金和土地紧张程度上升，企业订货、产销、库存等指标有所回落。这表明，企业家经济预期已经成为影响企业经营行为的主导力量。基于预防性现金持有理论，企业家经济预期应该是影响企业预防性现金持有的主要决定因素，当企业家对未来经济发展的信心不足时，企业应该会通过增加现金持有来应对未来资金的不足。由此提出本文的第一个假设：

假设1：企业家经济预期的信心程度与企业现金持有水平负相关。

自Fazzari等(1988)开创性地探究融资约束对企业财务政策的影响以来，大量的文献专注于这方面的研究。早期的研究主要关注融资约束对企业资本性投资和经营支出的影响，近期开始出现一些分析融资约束影响企业融资政策的文献(如Faulkender和Wang,2006；Sufi,2006)，在这些研究中，虽然有些文献考虑到了企业储备现金进行跨期调配的动态管理问题，但都没有考虑经济周期波动的因素。大量理论和实证研究发现，企业外部融资能力与经济周期密切相关，宏观经济因素对不同融资约束的企业会产生不同的影响，金融传导机制的作用在经济繁荣时期与在经济萧条时期是不对称的，对小公司的作用更明显(如Gertler和Gilchrist，1994；Cooley和Quadrini，2006)。让·梯若尔(2000)在使用道德风险模型研究宏观经济的不确定性冲击时发现，经济的不利冲击会将信贷资金从融资约束强的企业向融资约束弱的企业挤压。这些研究表明，经济衰退对那些具有较强融资约束的企业影响会更大，此类企业更容易陷入财务危机甚至破产。按照预防性现金持有的动态权衡理论，此类企业在经济衰退到来前，储备现金的边际收益将会更高，增加现金持有水平的动机更强。由此提出本文的第二个假设：

假设2：企业外部融资能力越弱，企业家经济预期对企业现金持有水平的影响越强。

企业外部融资的难易程度不仅取决于企业自身因素，还取决于外部金融市场环境。我国改革开放的梯度推进基本上是自东向西、先沿海后内陆逐步展开的，导致不同区域和地区之间的经济发展水平存在明显差异，无论是实体经济的发展和市场化水平，还是金融业的发展和市场化水平，东部沿海地区都明显高于中西部地区。根据樊纲等人研究并公布的《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》，东部地区的金融业市场化程度仍然高于中西部地区。金融发展水平是制约企业外部融资的关键因素，刘志远和张西征(2010)研究发现，在金融业市场化程度低的区域，企业融资约束水平明显高于金融业市场化程度高的地区。当企业外部融资环境不佳时，企业为了提高应对宏观经济波动的冲击，其预防性现金持有水平将会显著高于外部融资环境较好的企业，由此提出本文的第三个假设：

假设3：中西部地区企业家经济预期对企业现金持有水平的影响要强于东部地区。

需要注意的是，企业预防性现金持有水平对企业家经济预期反应的强弱不仅取决于企业外部融资约束程度，还会受企业经营者风险偏好程度和经营风格的影响。在我国，不同实际控制人性质的企业，其公司治理水平和外部融资能力之间存在系统性差异。张西征(2013)在研究企业所有权结构对企业研发投资的影响时发现，国有控股股东为企业带来的资源效应较强，而公司治理效应较弱；私人控股股东为企业带来的资源效应较弱，而公司治理效应较强。一些研究也表明，中国商业银行在分配信贷资金时对非国有公司存在“信贷歧视”，相对于国有控股企业，非国有控股企业受到的融资约束更强(Brandt和Li,2003；方军雄，2007；申慧慧等，2012)。因此，基于不同性质实际控制人带来的资源效应，预期国有控股公司的现金持有水平对企业家经济预期的反应要强于非国有控股公司。下文称之为国有控股的“资源效应观”。然而，国有控股公司往往存在产权不清、所有者“缺位”问题，其公司治理水平相对较弱，经营管理者受到的监督较少。相对于民营控股公司的经营者，国有控股公司的经营者缺乏企业家精神，其经营行为往往较为保守，当企业经营管理者预期宏观经济发展状况恶化时，会大幅增加企业现金持有水平，预防企业出现财务风险；同时，国有控股为企业带来的外部融资优势，也为国有控股公司经营者快速调整预防性现金持有水平带来了便利。下文称之为国有控股的“公司治理效应观”。由此我们认为，企业家经济预期对不同实际控制人性质企业的预防性现金持有管理的影响，就存在两个竞争性假设：

假设4：从公司治理效应观看，相对于非国有控股公司，国有控股公司的预防性现金持有水平对企业家经济预期变化的反应更强。

假设5：从资源效应观看，相对于非国有控股公司，国有控股公司的预防性现金持有水平对企业家经济预期变化的反应更弱。

三、实证设计

(一)实证模型构建

在考察企业应对经济周期波动的预防性现金管理之前，首先要考察企业是否存在现金持有目标。我们借鉴Opler等(1999)的做法，使用公式(1)来检验企业现金持有水平的自回归系数，如果自回归系数为负，说明企业存在现金持有的目标性管理，不让现金持有水平太高或者太低。

ΔCashi,t=α+βΔCashi,t-1+εi,t

(1)

其中，Δ是一阶差分因子；Cashi,t是企业i在t时期的实际现金持有水平；Cashi,t-1是企业i在t-1期的实际现金持有水平；ε是随机扰动项。

如果企业为维持财务弹性进行跨期现金调配，企业会根据维持财务弹性需求的目标现金持有水平调整当前的实际现金持有水平。

(2)

企业目标现金持有水平可表示为企业特征与企业管理者对经济周期波动预期的函数：

(3)

其中，Xi，t是影响企业目标现金持有水平的特征向量，参考Opler等(1999)、Ang和Smedema (2011)等的研究来确定具体的影响因素；Pt是企业家对经济周期波动的预期；γ反映企业家经济预期对企业目标现金持有水平的影响。

将(3)式代入(2)式，整理得：

Cashi,t=(1-λ)Cashi,t-1+Xi,tδ+ρPi+εi,t

(4)

其中，δ=λβ；ρ=λγ。ρ反映企业家经济预期对企业现金持有水平的实际影响，受企业家经济预期对企业目标现金持有水平的影响力度与企业现金持有水平调整速度的共同作用。通过γ=ρ/λ，可得到企业家经济周期预期影响企业目标现金持有水平的力度。

本文借鉴Opler等(1999)、Bates等(2009)、Ang和Smedema(2011)的企业目标现金持有水平估计模型[见(5)式]来估算我们的企业目标现金持有水平。

Cashi,t= (1-λ)Cashi,t-1+ρPt+β1Cfi,t+β2Cfsdi,t+β3Mbi,t+β4Tfi,t+β5IKi,t

+β6Dri,t+β7Wci,t+β8Sizei,t+β9Salei,t+β10Levi,t+εi,t

(5)

由于我国企业财务数据缺少企业研发支出数据，将企业资本投资水平和研发投资水平两个指标合并为一个指标，使用企业每年购买固定资产和无形资产支出的现金流与总资产之比来综合衡量企业长期投资支出情况，其他指标与他们的指标相一致。表1给出了各变量的定义和计算方法。

表1变量定义及计量说明

(二)数据与主要变量的定义

1.企业财务数据。企业财务数据使用中国沪、深两市上市公司年度面板数据，数据来自国泰安数据库(CSMAR)，考虑到金融企业较为特殊，剔除了全部金融行业企业样本。由于企业家信心指数从2000年第四季度才开始发布，为了数据期限的匹配，本文选取的企业数据从2001年开始。为了控制极端值的影响，对各变量上下1%分位的数据进行了Winsorizing缩尾处理。本文使用的企业各年度样本数以及现金持有水平的中位数情况见表2。

表2样本公司数与企业现金持有水平的描述统计

2.企业家经济预期数据。有关企业家经济预期的测度，国外的文献多是使用间接衡量。如Ang和Smedema(2011)在研究企业是否为经济衰退做准备时，沿用Estrella和Mishkin(1998)的做法，使用美国长、短国债收益差的斜率来间接衡量。由于我国金融行业的市场化程度有待提高，利率的市场化程度比较低，间接衡量方法不适合我国的实际情况。本文选择了国家统计局定期公布的企业家信心指数来直接衡量企业家对经济周期波动的预期。在具体计算时，根据中国证监会1999年版《上市公司行业分类指引》的行业划分标准，分行业确定该行业的企业家信心指数，使用分行业的年内均值来衡量企业家对该行业未来的经济预期，具体是：(1)金融业使用“社会服务业”企业家信心指数；(2)公用事业使用“交通运输、仓储及邮电通信业”企业家信心指数；(3)房地产业使用“房地产业”企业家信心指数；(4)综合行业使用“总体”的企业家信心指数；(5)工业使用“工业”企业家信心指数；(6)商业使用“批发和零售贸易、餐饮业”企业家信心指数。

3.企业现金持有水平的衡量。许多文献使用现金和现金等价物之和与总资产的比作为企业现金持有水平指标，Opler等(1999)、Bates等(2009)、Ang和Smedema (2011)等认为该指标的分布存在右偏，直接使用企业现金持有比率进行研究会影响研究结果的有效性，取对数能够消除变量的右偏性。因此，本文使用企业持有的现金和现金等价物之和与企业总资产之比的对数，来衡量企业现金持有水平。

4.企业融资约束的衡量。现有文献对于企业融资约束衡量存在多种方法，主流的计量方法有公司规模大小、是否支付股利、KZ指数、WW指数和CI指数。考虑到不同行业公司规模差异较大，使用公司规模可能受行业因素影响较大，公司是否支付现金股利受现金持有水平的影响，使用体现公司特征因素的单一指标来计量公司融资约束，不易控制这些指标与现金持有水平本身的内生性关系。因此，本文使用KZ指数、WW指数和CI指数这三个综合指标来衡量企业融资约束水平。具体使用时，将计算得到的三个指数进行了标准化处理。三个综合指标的计算方法是：

KZ=-1.00191CF+3.13919TLTD-39.36780TDIV-1.31476CASH+0.28264Q

WW=0.938-0.091CF-0.062DIVPOS+0.021TLTD-0.044LNTA+0.102ISG-0.0335SG

CI=-0.11905CURAT-1.90367TLTD+0.00138COVER+1.45618IMARG+2.03604SG-0.04772SLACK

上述三式中，CF表示现金流量与账面总资产之间的比率；TLTD表示长期有息负债与账面资产的比率；TDIV表示现金股利与账面资产的比率；CASH表示货币资金持有量与账面资产的比率；Q表示市净率；DIVPOS是个哑变量，如果公司支付股利，该变量是1，否则是0；SG表示企业实际销售收入增长率；ISG是行业销售收入增长率；LNTA是总资产的自然对数；TDIV表示现金股利与账面资产的比率；CURAT是流动比率，即流动资产与流动负债之比；COVER是利息保障倍数，即税息前盈余除以利息支出；IMARG表示销售利润率，即净利润除以销售收入；SLACK的分母是固定资产净值，分子等于“现金+短期投资+0.5×存货+0.7×应收账款-短期借款”。

四、实证结果与分析

(一)企业是否存在现金持有目标

借鉴Opler等(1999)的处理方法，使用前面的(1)式分企业检验各自现金持有水平的自相关系数。由于估算自回归系数需要较长的时间序列，这里我们只估算了时间序列超过五期以上的企业现金持有水平的自回归系数，得到1 559个自回归系数，中位数是-0.181，均值是-0.172，都稍低于Opler等(1999)使用美国数据估算的结果，他们估算的结果是-0.242，这可能源于两国企业经营的市场化程度和金融、法律环境不同。负的自回归系数说明企业确实存在现金持有目标，企业在主动管理现金持有水平。

(二)企业家经济预期对预防性现金持有的影响

对(5)式分别进行了最小二乘估计(OLS)、固定效应的面板估计(Panel)和动态面板的系统广义矩估计(GMM)，表3是企业家经济预期是否对企业预防性现金持有管理产生系统性影响的检验结果。很明显，在三个估计结果中，企业家经济预期变量的系数都显著为负。这表明，随着经济预期的改变，企业家会适时调整企业目标现金持有水平。企业家对未来经济发展状况的信心越高，企业的目标现金持有水平就越低；反之，企业的目标现金持有水平就越高。可见，企业存在预防性现金持有动机。

表3企业家经济预期对预防性现金持有管理的影响

注：被解释变量为Cash；*表示在10%水平上显著，**表示在5%水平上显著，***表示在1%水平上显著;M1是残差一阶自相关的检验结果;M2是残差二阶自相关的检验结果。

由dln(Cash*)/dP=(dCash*/dP)/Cash*=γ可知，根据企业家经济预期变量的系数可以推算企业目标现金持有水平随企业家信心指数变动的力度。企业家信心指数每增加1单位，即bP=1，则企业目标现金持有水平调减的力度可表示为ΔCash*/Cash*=γ，根据三种估计得出的系数ρOLS=-0.0023572、ρpanel=-0.0031274、ρGMM=-0.0035029和λOLS=0.7362852、λpanel=0.4834547、λGMM=0.3542634，可计算得出γOLS=-0.003201477、γpanel=-0.006468858和γGMM=-0.009887841。这表明，企业家信心指数每降低1单位，企业目标现金持有水平的增长率约在0.003～0.009。依据这三个影响力度指标值，企业家信心指数在样本期间的最低点和最高点相差40多点。按40点计算，从企业家信心指数的顶峰到低谷，三种估计得出的企业目标现金持有水平将增加12.04%、22.86%和32.80%，具体计算方法为：

企业目标现金持有水平增长率=[1-(1+γ)40]/1

(三)企业外部融资约束发挥的调节效应

为了考察企业外部融资约束对企业家经济预期影响预防性现金持有的调节效应，我们在(5)式的基础上加入衡量企业外部融资约束程度变量以及企业融资约束变量与企业家经济预期变量的交互项。之后，分别进行了最小二乘估计(OLS)、固定效应的面板估计(Panel)和动态面板的系统广义矩估计(GMM)，结果见表4。在9个估计结果中，企业家经济预期变量的系数都显著为负，依然支持假设1。

表4融资约束程度对企业家经济预期影响预防性现金持有的调节效应

注：被解释变量为Cash；*表示在10%水平上显著，**表示在5%水平上显著，***表示在1%水平上显著;M1是残差一阶自相关的检验结果;M2是残差二阶自相关的检验结果。

从企业融资约束变量的系数看，使用不同指数计量融资约束所得到的结果不一致。以WW指数和CI指数计量融资约束时，融资约束变量的系数都显著为正，这表明公司融资约束程度越高，现金持有水平就越高，这与多数文献的研究结果相一致。但是，以KZ指数计量融资约束时，其变量的系数都显著为负，表明公司融资约束程度越高，现金持有水平就越低，这与直觉经验不符。实际上，Whited和Wu(2006)在研究融资约束风险时就注意到，依据KZ指数对公司融资约束排序，融资约束越强的公司，其现金持有水平越低，销售增长率越大，这与公司存在融资约束的直觉经验不符。而依据WW指数对公司融资约束进行排序，融资约束越强的公司，其现金持有水平越高。Whited和Wu(2006)由此认为，相对于KZ指数，他们构建的WW指数更好地抓住了公司融资约束水平。Franzoni(2009)也指出，KZ指数界定的融资约束公司，主要是那些低现金储备、低现金流和高杠杆的公司；WW指数界定的融资约束公司，主要是那些规模小、股权依赖性高、低现金流和高成长行业中增长速度较低的公司；CI指数界定的融资约束公司，主要是那些低成长、低边际收益、具有较少资源覆盖债务负担的公司。可见，依据不同指数估算的结果之间出现矛盾是必然的，这反而表明我们计算的KZ指数、WW指数和CI指数较为有效。

在估计(5)式时，没有加入企业融资约束变量与企业现金持有水平变量滞后项的交互项，相当于施加了一个强约束，即不同融资约束企业的实际现金持有水平的调节速度λ相同，因而，根据企业融资约束变量与企业家经济预期变量交互项的系数ρ的大小，就可以直接推断不同融资约束企业的目标现金持有水平随着企业家经济预期变化而变化的程度。从企业融资约束变量与企业家经济预期变量交互项的系数看，WW指数与企业家经济预期变量交互项的三个系数都显著为负，这表明企业家经济预期对强融资约束企业的目标现金持有水平影响较大，支持了假设2；CI 指数与企业家经济预期变量交互项的三个系数都为负，Panel估计结果在1%水平上显著，GMM估计结果在10%水平上显著，OLS估计结果不显著，部分支持了假设2；KZ指数与企业家经济预期变量交互项的三个系数也都为负，除GMM估计结果不显著外，OLS估计结果在10%水平上显著，Panel估计结果在5%水平上显著，也部分支持了假设2。实际上，Hennessy等(2007)研究发现，KZ指数与WW指数的最大区别是，依据KZ指数确定的融资约束公司主要是债务依赖的公司，依据WW指数确定的融资约束公司主要是股权依赖的公司。考虑到我国上市公司对债务融资的依赖性较低，而股权融资的依赖性较高，因此，相对于KZ指数，WW指数更好地测度了我国上市公司的融资约束水平，依据WW指数得到的研究结果可能更贴近实际。另外，考虑到CI指数的估计结果也基本支持假设2，因此我们认为假设2得到了验证。

(四)企业所属地区和实际控制人性质的影响

为了考察企业家经济预期对不同地区、不同实际控制人性质企业预防性现金持有水平的影响差异，首先，将企业按照注册地分为东部地区和中西部地区两类，定义一个地区哑变量(见表1)；其次，将企业按实际控制人性质分为国有控股公司和非国有控股公司两类，定义一个实际控制人性质哑变量(见表1)；最后，在(5)式的基础上，引入企业实际控制人性质哑变量与企业家经济预期变量的交互项，以及企业所属地区哑变量与企业家经济预期变量的交叉项，来检验实际控制人性质和所属地区对企业预防性现金持有水平的影响。

在表5的第2～4栏中给出了不同地区企业之间在预防性现金管理力度上是否存在差异的检验结果。从企业所属地区哑变量与企业家经济预期变量之间交互项的系数可知，三种估计结果都显著为正，这说明，相对于中西部地区，东部地区的企业现金持有水平对企业家经济预期的变化反应较弱，假设3得到支持。另外，根据OLS估计结果中企业所属地区哑变量的系数(该系数显著为负)可知，整体而言，东部地区的企业现金持有水平普遍低于中西部地区，这也与东部地区金融市场环境较完善、企业外部融资约束较小、现金持有水平较低的观点相一致。需要说明的是，由于企业所属地区在各年度没有发生变化，在做Panel估计和GMM估计时，企业所属地区哑变量(East)被自动剔除，只参与了OLS估计。

表5企业所属地区和实际控制人性质对预防性现金持有管理的影响

注：被解释变量为Cash；*表示在10%水平上显著，**表示在5%水平上显著，***表示在1%水平上显著;M1是残差一阶自相关的检验结果;M2是残差二阶自相关的检验结果。

在表5的第5～7栏中，给出了不同实际控制人性质的企业之间在预防性现金管理力度上是否存在差异的检验结果。从企业控制人性质哑变量与企业家经济预期变量之间交互项的系数可知，三种估计结果都为负，OLS估计和Panel估计的系数不显著，GMM估计的系数在1%水平上显著。OLS估计和Panel估计的结果表明，不同控制人性质的企业在预防性现金调整力度上没有显著性差异，但GMM估计结果表明，国有控股公司的预防性现金调整力度显著强于非国有控股公司。从三种估计的有效性和一致性程度来讲，动态面板广义矩估计更加可靠，由此我们认为，整体来看，相对于非国有控股公司，国有控股公司现金持有水平对企业家经济预期变化的反应程度更加强烈，假设4得到了支持。从企业实际控制人性质哑变量的系数来看，三个估计结果都为正，同样只有GMM估计的系数在1%水平上显著，这说明，相对于非国有控股公司，国有控股公司现金持有水平较高。需要说明的是，由于企业实际控制人性质在不同年度有所变化，在OLS估计中，企业实际控制人性质哑变量的系数主要反映国有控股和非国有控股两类企业现金持有水平的差异，而在Panel估计和GMM估计中，企业实际控制人性质哑变量的系数，主要反映企业实际控制人性质由非国有控股转变为国有控股时企业现金持有水平的变化。

(五)对实际控制人性质影响的分组检验

根据前文的理论分析，相对于非国有控股公司，国有控股公司现金持有水平对企业家经济预期变化的反应程度本身就存在矛盾性理论预期。从国有控股带来的资源效应角度来看，预期国有控股公司现金持有水平对企业家经济预期变化的反应程度弱于非国有控股公司；但是，从国有控股带来的公司治理效应角度看，预期国有控股公司现金持有水平对企业家经济预期变化的反应程度强于非国有控股公司。

为了验证这一分析，按照国有控股公司直接控股股东的持股比例中位数，逐年将国有控股公司分为高公司治理水平的国有企业和低公司治理水平的国有企业两类，我们认为直接控股股东持股比例越高，对公司经营者的控制就越到位，公司治理水平就越高。相对于非国有控股公司，高公司治理水平的国有控股为公司带来的主要是资源效应，对企业家经济预期的改变，此类国有控股公司将表现出较弱的预防性现金持有水平调整行为。相反，相对于非国有控股公司，低公司治理水平的国有控股虽然也为公司带来了资源效应，但由于其公司治理水平较弱，对企业家经济预期的改变，此类国有控股公司将表现出较强的预防性现金持有水平调整行为。因此，我们将两类国有控股公司分别与整体非国有控股公司组合成两组样本——高公司治理水平组和低公司治理水平组，分组进行检验，结果见表6。

表6实际控制人性质对企业预防性现金持有管理的影响

注：被解释变量为Cash；*表示在10%水平上显著，**表示在5%水平上显著，***表示在1%水平上显著;M1是残差一阶自相关的检验结果;M2是残差二阶自相关的检验结果。

从公司实际控制人性质哑变量的系数、实际控制人性质哑变量与企业家经济预期变量交互项的系数来看，两组估计结果截然不同。在高公司治理水平组，实际控制人性质哑变量的系数都为负， Panel估计在5%水平上显著，GMM估计在1%水平上显著；实际控制人性质哑变量与企业家经济预期变量交互项的系数都为正，Panel估计在5%水平上显著，GMM估计在1%水平上显著。这表明，针对企业家经济预期的变化，高公司治理水平的国有控股公司，其预防性现金持有水平调整弱于非国有控股公司，并且国有控股公司现金持有水平较低。这与国有控股的资源效应观的预期一致，假设5得到支持。在低公司治理水平组，实际控制人性质哑变量的系数都为正， Panel估计和GMM估计都在1%水平上显著；实际控制人性质哑变量与企业家经济预期变量交互项的系数都为负，Panel估计在5%水平上显著，GMM估计在1%水平上显著。这表明，针对企业家经济预期的变化，低公司治理水平的国有控股公司，其预防性现金持有水平调整强于非国有控股公司，并且国有控股公司现金持有水平较高。这与国有控股的公司治理观的预期一致，假设4得到支持。由此可见，国有控股的资源效应观和公司治理效应观都成立。

(六)稳健性检验与结果讨论

为了检验上文实证研究结论的稳健性，首先，将样本公司数据切成均衡面板数据，只保留2000年之前上市并且在这12年间都存在完整数据的公司，来控制各年度公司数量不同的影响，对前面的实证结果进行再检验；其次，直接使用我国每年GDP的增长率作为企业家经济预期的替代变量，对前面的实证结果重新进行检验。结果是：企业家经济预期对预防性现金持有管理是否存在影响的检验结果没有变化；企业融资约束程度发挥调节效应的检验结果与前文的检验结果基本一致；对企业所属地区影响的检验结果与前文相一致；对企业实际控制人性质影响的检验结果与前文相比稍有变化；平衡面板的估计结果与前文相一致；在使用GDP增长率衡量企业家经济预期的估计结果中，GMM估计结果与前文估计结果相一致，但OLS估计结果和Panel估计结果与前文不一致，这也正好契合了前文的分析，相对于非国有控股公司，国有控制股公司现金持有水平对企业家经济预期变化的反应程度本身就存在矛盾性理论预期，企业实际控制人性质的整体影响的检验结果表现出一些不稳健也在预期之中；实际控制人性质影响企业预防性现金持有管理的分组检验的检验结果没有变化。由此认为，上文的实证结果是稳健的。

需要说明的是，Ang和Smedema(2011)(下文简称AS)发现无融资约束低的企业存在较强的预防性现金储备调整，而融资约束高的企业没有表现出预防性现金储备调整。这似乎与本文的实证结果相悖。究其原因，主要是由于使用的样本数据有别，本文的样本数据采用的是我国上市公司数据，这些公司虽然在融资约束程度上存在差别，但是整体而言，我国上市公司的外部融资相对容易。换言之，本文的样本数据相当于AS的低融资约束的公司样本，我们观察到所有的企业都存在预防性现金持有储备行为。AS将高融资约束企业没有预防性现金储备的原因归结为这些公司不是不想储备，而是没有能力储备。从有无能力储备现金角度来看，我国上市公司不存在无能力储备现金来应对经济波动的问题，因而本文观察到所有公司都存在预防性现金储备行为也合乎情理，与AS的结论并不相悖。同时，本研究还丰富了AS的研究结论，相当于对AS中有能力储备现金应对经济周期波动的企业样本进行再分类考察，来观察融资约束对企业预防性现金持有的影响。本文发现融资约束相对较高的公司，其预防性现金储备应对经济波动的动机更强。

五、结论与政策建议

本文基于企业预防性现金持有的权衡理论、融资约束理论和代理理论，探讨了企业家经济预期、融资约束程度和企业预防性现金持有三者之间的理论关系，并利用中国上市公司数据进行了实证检验。结果显示，企业预防性现金持有水平与企业家经济预期之间呈现反向变化关系：融资约束越强的企业，其预防性现金持有水平受企业家经济预期的影响程度越大。这表明，企业管理现金的预防性行为受企业家对经济未来发展预期的影响，并且融资约束越大的企业，这种预防性需求越强烈。

研究企业家经济预期对不同地区的企业现金持有水平的影响时发现，相对于中西部地区的企业，东部地区的企业现金持有水平对企业家经济预期的反应较弱。这表明，良好的外部融资环境能够缓解企业家经济预期对企业预防性现金持有水平的影响。

研究企业家经济预期对不同实际控制人性质的企业现金持有水平的影响时发现，整体而言，相对于非国有控股企业，国有控股企业现金持有水平对企业家经济预期的反应没有较稳定的显著性差异，但是分组检验结果表明，在高公司治理组，国有控股公司的预防性现金持有水平的调整弱于非国有控股公司；在低公司治理组，国有控股公司的预防性现金持有水平的调整强于非国有控股公司。这表明，企业家经济预期对企业预防性现金持有的影响程度不仅受企业外部融资约束大小的影响，还受企业的公司治理水平的影响。相对于非国有控股公司，虽然国有控股为公司带来了资源效应，公司外部融资约束较小、公司治理水平较高的国有控股公司，其预防性现金持有的需求较低，对企业家经济预期的反应较弱；但是公司治理水平较低的国有控股公司，由于所有者缺位、公司治理不足，其经营管理者受公司所有者约束较低，经营行为较为保守，结果是其预防性现金持有的需求较高，对企业家经济预期的反应较强。

根据我国企业生产经营的具体情况，结合本文的研究结论，可以得出以下政策启示：

1.合理引导企业家对经济波动的预期，有助于缓解经济周期波动。在经济由繁荣转向衰退时，如果企业家信心快速下降，采取防守性现金持有行为，会使经济状况变得更加糟糕，使一国经济陷入恶性循环；相反，如果设法增加企业家信心，就能够缓解企业增加预防性现金持有行为，从而缓解经济波动对企业其他经营行为的冲击，阻止经济衰退的惯性，也有助于促使经济快速走出衰退的阴影。

2.加快金融创新，建立完善的金融市场，尤其是要加快中西部地区的金融市场建设。开发西部的规划和实施已进行了多年，中西部地区的经济也取得了较大的发展，但与东部地区相比仍有很大差距，尤其在金融市场建设方面，政府仍需要在政策上给予扶持，以便促进中西部地区的金融市场发展，为中西部地区的企业创造良好的金融市场环境，这将有助于我国经济更好、更快地发展。

3.加快推进国有控股公司的股权多元化建设，完善国有企业的公司治理。国有控股公司在“国资委—国有控股公司—国有企业”三层构架的国有资产管理体系中处于中间层，国有控股公司的股权多元化建设，是解决国有独资公司在治理结构、激励约束机制上弊端的根本路径。说到底，公司治理问题实质上是由股权结构决定的，加快推进国有控股公司的股权多元化建设，有助于完善国有企业的公司治理，提升公司经营者的企业家精神。

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